股價對好壞消息的非對稱反應理論評述

□文/李鳳羽

一、引言

經驗研究發現，股票收益對好消息與壞消息的反應程度具有不對稱性，這種不對稱性在許多國家和地區的股票市場都存在，比如美國（Cheung and Ng，1992），加拿大、法國、日本、希臘（Koutmos，1992），英國（Poon and Taylor，1992）。與國外大多數股票市場一樣，股價對好壞消息的非對稱反應在A股市場也同樣存在。目前，國內學者在股價非對稱反應的存在性上已經達成共識，但在股價對好壞消息的相對反應強度方面還存在較大爭議，比如吳林祥和徐龍炳（2002）、朱永安和曲春青（2003）發現股價對壞消息（或利空消息）的反應程度強于好消息（或利好消息）；而陳澤中等（2000）和楊德明等（2007）則發現股價對好消息（或利好消息）的反應程度強于壞消息（或利空消息）。爭議產生的一個重要原因是上述研究大都直接將股價對好消息和壞消息的反應程度進行比較，而較少考慮具備不同特質的股票在股價非對稱反應上的差異。

鑒于此，本文以上市公司定期披露的年度財務報告為研究對象，對公告期間與公告后股票收益對好壞消息的非對稱反應模式及成因進行深入細致的研究。有別于國內已有研究，我們并沒有糾結于單純檢驗股價究竟對何種消息類型的反應更為強烈，而是考慮存在賣空限制條件下投資者異質信念的影響，研究不同異質信念水平股票收益對好壞消息非對稱反應的差異，從而為國內這一領域的研究注入了新的內容。

二、股價對好、壞消息非對稱反應的理論評述

（一）理性預期假說：杠桿效應和波動反饋效應。Black（1976）和 Christie（1982）基于杠桿效應和波動反饋效應對股票收益對好、壞消息的非對稱反應進行了解釋。其中，杠桿效應的基本思想是：利空（壞）消息披露引起的股價下跌會提高上市公司的財務杠桿比率，杠桿比率的降低意味著股票未來波動率（風險）的上升。然而，要合理解釋股票收益對好、壞消息的非對稱反應，杠桿效應還必須與波動反饋效應相結合。波動反饋效應的基本思想是：預期波動率（風險）的上升會提高投資者當前持有股票所要求得到的收益率，從而導致當前股價下跌。基于上述分析，Black和Christie認為，利空消息引起的股價下跌幅度由信息本身導致的股價下跌和杠桿效應及其引起的波動反饋效應導致的股價下跌兩部分構成。在這種情況下，股票收益對壞消息的反應要強于好消息。

在國外理論研究的基礎上，國內學者對A股市場杠桿效應和波動反饋效應的存在性進行了驗證。其中，丁娟（2003）和萬蔚、江孝感（2007）發現，在A股市場與國外市場一樣也存在杠桿效應和波動反饋效應，而陳澤中等（2000）和劉毅（2008）則未發現上述兩種效應存在的證據。可見，國內研究在這兩種效應是否存在方面還存在較大分歧，因此我們也就無法基于杠桿效應和波動反饋效應對A股市場股價非對稱反應現象進行充分解釋。

（二）行為金融假說：反應過度和反應不足。理性預期說假設投資者是理性的。然而，理性投資者假設在現實生活中很難成立，投資者情緒和非理性因素往往會對投資者的決策產生影響，從而使股票收益對信息的反應出現反應過度或反應不足的現象。兆文軍和于奇（2008）認為，當投資者產生了過度自信的心理后，會重視能夠強化其自信的信息，而忽視有損其自信的信息。在這種情況下，投資者傾向于不愿承認投資決策失誤，從而表現為對某些信息反應過度或不足，這也會導致好消息和壞消息對股價產生不同的影響。陸蓉和徐龍炳（2004）認為，“羊群效應”是導致我國股票市場對利空和利好消息非對稱反應在牛市和熊市階段具有不同表現的原因。牛市階段股票市場的非對稱反應體現為利好消息對股票市場的影響大于利空消息對股票市場的影響，而熊市階段股票市場的非對稱反應體現為利好消息對股票市場的影響小于利空消息對股票市場的影響。陳斌等（2002）的問卷調查結果顯示，處置效應的存在使得當好消息披露引起股價上漲時，原先被套牢的投資者一旦解套，就傾向于迅速拋出手中持有的股票，以鎖定盈利，而當公布利空消息引起股價下跌時，投資者傾向于繼續持有直至解套。投資者的這種非理性傾向必然會對股票收益的非對稱反應產生影響。

盡管行為金融理論為我們解釋股票收益對好、壞消息的非對稱反應提供了一個全新的思路，但是在實踐中投資者往往同時表現出多種心理和行為偏差，因此無法有效的區分某一具體的心理和行為偏差對股價最終變化的影響。由于不同的心理和行為偏差引起的股價非對稱反應可能截然相反，因此我們無法基于行為金融理論對股票收益非對稱反應相對強度做出有效判斷。

（三）非對稱信息假說。Diamond and Verrecchia（1987）將賣空限制與信息不對稱理論結合起來解釋股價的非對稱反應現象。他們假設市場存在兩類投資者：知情投資者和非知情投資者。其中，所有知情投資者都能夠觀測到相同的私人信息，而非知情投資者只能觀測到公開信息。在信息披露之前，知情投資者提前獲悉信息披露的內容，從而能夠先于非知情投資者形成未來股票收益的預期。如果信息的內容是利好消息，知情投資者可以提前購入股票并持有至股價上漲到預期值，知情投資者的買入行為會使其信念體現在公告前股價變動中。而如果信息的內容是壞消息，賣空限制的存在會使知情投資者無法通過賣空交易將其信念完全體現在公告前的股價中，此時賣空限制阻礙了信息披露前股價對壞消息的調整速度。當信息正式公布時，投資者之間的信息不對稱消失，股價將調整到新的均衡價格位并體現所有投資者的信念。對于利好消息而言，股價調整幅度只體現非知情投資者的信念。而對于利空消息而言，股價調整幅度除了體現非知情投資者的信念之外，還要體現公告前知情投資者隱藏的信念，從而導致股價的調整幅度大于利好消息引起的調整幅度。

與國外市場相比，A股市場上信息不對稱特征更加明顯，加之一直以來實行的賣空限制，因此非對稱假說從基本假設來看比較符合A股市場的實際情況。然而，非對稱信息假說仍然是基于理性預期框架，認為投資者在解讀新信息時會得到一致的結論，投資者之間的差異只體現在獲得信息的時間先后上。在實踐中，信息解讀的復雜性以及心理和行為因素往往會使投資者對同一信息產生不同的解釋（Zhang，2006），對信息解讀的差異會在投資者之間產生異質信念，而非對稱信息假說顯然并沒有考慮這一因素的影響。

三、異質信念假說及待檢驗假設的提出

Xu（2007）首次在 Miller（1977）研究基礎上從賣空限制和異質信念的角度對公開信息披露期間股價的非對稱反應進行解釋。在其模型中，Xu假設投資者對于股票未來價值具有一致的先驗信念，但是對可觀測公開信號準確程度存在分歧。當信號為“好（壞）消息”時，樂觀投資者會對信息準確程度給出較高（低）的評價，從而對信號做出較為充分（不充分）的反應。而根據Miller（1977）假說，在存在賣空限制的情況下，無論信息內容是好還是壞，股價都將只反映樂觀投資者的信念。在好消息條件下，股價上漲的幅度由對信息反應較強的樂觀投資者決定；而在壞消息條件下，股價下跌的幅度由對信息反應較弱的樂觀投資者決定。其結果是股價對好消息的反應強度高于對壞消息的反應強度。基于此，Xu提出假說：在其他條件不變的情況下，資產價格對好消息的反應強度應強于對壞消息的反應，這種價格反應的非對稱性會隨著投資者異質信念以及賣空限制程度的提高而更加明顯。

與國外成熟市場相比，個人投資者在A股市場投資者結構中占有較高的比重，個人投資者在教育背景和生活環境上的差異使其更容易對信息的解讀產生異質信念。更為重要的是，A股市場長期以來一直實行較為嚴格的賣空限制，因此我們有理由認為A股市場更加符合異質信念假說的基本假設，因此其研究結論應該同樣適用于A股市場。另外，需要強調的是，Xu（2007）模型中股價的非對稱反應是賣空限制和投資者異質信念共同作用的結果。如果投資者對信息不存在異質信念或異質信念程度較低時，股價的非對稱反應將回到Diamond and Verrecchia（1987）的非對稱信息框架下，此時股價對壞消息的反應程度要強于對好消息的反應程度。基于此我們提出如下假說：

假設1：當投資者對盈余信息不存在異質信念或異質信念程度較低的情況下，公告期間股票收益對壞消息的反應要強于對好消息的反應；而當投資者對盈余信息異質信念程度較高時，公告期間股票收益對好消息的反應要強于對壞消息的反應。

Miller（1977）認為，投資者的異質信念在公告后一段時間內仍會存在，并且隨著時間推移逐步得到解決。類似的，非對稱信息假說中利空信息披露前被隱藏起來的私人信息在信息披露后也是逐漸顯現的。在這種情況下，我們預計假設1中股價的非對稱反應在公告后仍將持續一段時間。

假設2：假設1中股價非對稱反應在公告后一段時間內仍將持續存在。

四、樣本選擇與變量構建

（一）樣本選擇。本文以滬深兩市上市公司披露的1997～2008年年報為樣本，共12個報告期。研究所需數據全部來自于RESSET金融研究數據庫。在具體選擇樣本的過程中，我們遵循以下原則：剔除金融保險類上市公司；剔除非正常交易的公司；剔除數據不全的樣本公司；由于我們要檢驗股票價格對好消息和壞消息的非對稱反應，因此我們在樣本中剔除意外盈余為0的股票樣本。經過上述處理后，我們得到12個會計年度的9，327個年報樣本。

（二）變量構建

1、異質信念變量。借鑒 Xu（2007）和Chang等（2009），我們采用公告日附近3個交易日（［-1，0，1］）的異常換手率（ABVOL）作為盈余公告期間投資者異質信念代理變量，其具體計算方法為盈余公告附近3個交易日的平均日換手率減去公告前190個交易日至公告前11個交易日的日均換手率。這種計算方法的好處是能夠剔除信息披露前投資者異質信念的影響，而只反映盈余信息引起的投資者異質信念變動。

2、意外盈余。我們采用市場衡量法計算意外盈余（UE）：

其中，Ri，t表示第 i支股票在日期 t的日收益，Rm，t表示日期t的值加權市場收益率。t=0，1表示盈余公告當天和后一天。

3、股價反應。定義盈余公告期間的超額收益（EXRET）為經過市場調整的持有到期收益率（BHAR）。第i只股票的經過市場調整的持有到期收益率（BHAR）定義為：

五、經驗研究結果

（一）公告日附近股價非對稱反應的檢驗結果。我們首先比較不考慮異質信念時公告日附近股價對好壞消息的反應強度。具體的方法是根據意外盈余大小將每個報告期的樣本股票平分為10分位數組合，將組合中股票的等加權平均收益作為該組合當期的收益。計算12個報告期的加權平均收益作為該組合在樣本期內的收益，權重為每個報告期樣本股票的數量，檢驗結果由表1的Panel A給出。我們看到，對于大多數組合來說，公告期間的股票收益對壞消息的反應強度要高于好消息（D1和D10的比較結果除外），這一結果與吳林祥和徐龍炳（2002）、朱永安和曲春青（2003）的研究相一致。（表1）

表1 公告期間股價的非對稱反應（10分位數分組）

接下來，我們檢驗投資者異質信念對公告日附近股價非對稱反應的影響。具體的做法是對每個報告期的意外盈余10分位組合按照投資者異質信念程度再分成高、中、低三組，這樣我們就得到30個（10×3）二維組合，計算二維組合在每個報告期的平均收益作為該組合在該報告期的收益，并將12個報告期二維組合的加權平均收益作為該組合在樣本期內的收益，權重為每個報告期樣本股票的數量。Panel B給出了不同異質信念水平下的股價非對稱反應的檢驗結果。我們看到，隨著投資者異質信念程度的提高，公告日附近股價對好消息的反應強度逐漸高于壞消息。其中，在異質信念最低的組別中，公告期間股票收益對壞消息的反應強度要強于好消息，意外盈余規模最高的組合（D10）在經過市場調整后的超額收益絕對值顯著低于意外盈余規模最低的組合（D1），兩者之差為-1.82，且在 10%的水平下顯著，這一結果符合非對稱信息假說，說明在信息披露后公告前因賣空限制而被隱藏的私人負面信息逐漸顯現，導致股價對壞消息的反應程度強于對好消息的反應強度。而在中等異質信念程度和最高異質信念的組別中，公告期間股票收益對好消息的反應強度都超過對壞消息的反應強度。其中，異質信念最高組中意外盈余規模最高（D10）與最低組合（D1）收益差為3.94，且在1%的水平下顯著，明顯高于異質信念低和中組的收益差（1.26，10%水平下不顯著）。這一結論符合異質信念假說，說明在存在賣空限制的條件下，投資者異質信念的存在使得股票收益右偏，從而導致公告期間股票收益對好消息的反應強度高于對壞消息的反應強度。

表1采用的意外盈余分組方法能夠保證每個意外盈余組別中的股票數量大體相當，因此便于比較。但是，這種方法假設意外盈余呈完全對稱分布，其檢驗結果可能不夠精確。為此，我們借鑒Xu（2007）的方法，根據意外盈余實際值進行分組。通過對樣本股票意外盈余分布的分析，我們發現96%的意外盈余樣本都分布在［-5%，5%］的區間內，因此我們剔除意外盈余規模超出這一范圍之外的樣本，并將區間［-5%，5%］等分成10個子區間，分別為［-5%，-4%］，［-4%，-3%］，…，［3%，4%］，［4%，5%］。將每期樣本股票按照意外盈余實際規模劃分為相應的10個子區間組合。然后，我們再根據投資者異質信念程度對每個意外盈余子區間組合進行 二維分組，計算每個二維分組結果的等加權平均收益作為二維組合在該報告期的收益。將12個報告期的加權平均收益作為該類組合在樣本期的收益，權重為每個報告期的樣本股票數量。具體的分組結果如表2所示。（表2）

表2 公告期間股價的非對稱反應（意外盈余規模分組）

表2的Panel A給出了不考慮異質信念的全樣本分析結果，我們發現從對大多數股票而言，公告日附近的股票收益對好消息的反應強度強于壞消息，這一結果與表1相矛盾，卻與陳澤中等（2000）和楊德明等（2007）結論一致。表1和表2的這種差異說明，不同的意外盈余分組方法會對全樣本的檢驗結果產生影響，這也從另一個側面證明已有研究單純比較股價非對稱反應在研究方法穩健性上的局限。Panel B的二維分組結果顯示，異質信念程度最低組合中，意外盈余組合的超額收益呈現不規則分布，兩端的4個意外盈余子區間組合收益顯示股價對好消息的反應強度高于壞消息，而中間的6個意外盈余組合子區間組合收益則顯示股價對壞消息的反應強度高于好消息。產生這一結果的原因主要是因為意外盈余樣本在［-3%，3%］區間的分布密度較高，而兩端的分布密度較低，在這種情況下，經過二維分組后兩端組合中股票數目較少，從而導致這類組合可能體現組合中股票的特異性風險。而在異質信念程度中、高的組別中，意外盈余組合普遍呈現規律性分布。其中，在中等異質信念組中，股價對壞消息的反應強度高于好消息，而在高異質信念組中，股價對好消息的反應強度高于壞消息。

為了消除組合中股票數量較少所帶來的特異性風險影響，我們只比較中間的6個意外盈余組合收益。結果顯示，股票收益對好消息的反應強度隨著異質信念程度的上升而逐漸增強。其中，在低、中異質信念組中，股票收益對壞消息的反應強度高于對好消息的反應強度。并且從股價對壞消息的反應強度來看，低異質信念組對壞消息的反應強度要明顯高于中異質信念組，說明低異質信念組公告期間的股票收益左偏程度更明顯。而高異質信念組中，股票收益對好消息的反應強度則高于對壞消息的反應強度，這一結果與表1的檢驗結果基本一致，從而共同為假設1提供了經驗支持。

（二）公告后股價非對稱反應的檢驗結果。我們選擇公告后不同持有期收益為研究對象，檢驗不同持有期收益對好、壞消息的反應強度隨著投資者異質信念程度的提高而產生的變動趨勢。我們只列出了基于意外盈余實際規模的分組結果，而采用意外盈余10分位數分組時得到的檢驗結果與此類似。我們選擇的公告后股票持有期分別為公告后 10 天（［2，11］）、公告 后 20 天 （［2，21］）、 公 告 后 30 天（［2，31］）和公告后 40 天（［2，41］）。表 3至表6列出了具體的檢驗結果。我們看到，在持有期小于等于20天的情況下，股票收益對好消息的反應強度隨著投資者異質信念程度的提高而逐漸增強，反應模式與持有期為公告日附近3天的情況相同。當持有期為30～40天時，股票收益的非對稱反應呈現不規則分布。表3至表6的檢驗結果說明假設1的股價非對稱反應模式會一直持續到公告后20個交易日。當持有期超過20個交易日后，隨著投資者異質信念的逐步解決和知情投資者在公告前隱藏起來的利空信念顯露完畢，股價的變化將不再受異質信念和非對稱信息的影響，開始呈現出不規則變化規律。綜上所述，表3至表6的檢驗結果支持了帶檢驗假設2的結論。（表3、表4、表5、表 6）

表3 不同異質信念股票公告后對好壞消息的非對稱反應（連續持有10天）

表4 不同異質信念股票公告后對好壞消息的非對稱反應（連續持有20天）

表5 不同異質信念股票公告后對好壞消息的非對稱反應（連續持有30天）

表6 不同異質信念股票公告后對好壞消息的非對稱反應（連續持有40天）

六、穩健性檢驗

（一）收益指標設定對檢驗結果的影響。上述檢驗過程中，我們使用的是經過市場調整的連續持有超額收益（BHAR）指標，而國內關于財務理論的經驗研究大多采用經過市場調整的累積超額收益指標（CAR）。因此，我們用CAR指標替代BHAR指標對上述結果進行重新檢驗，結果顯示，選取CAR指標并未對檢驗結果的穩健性產生影響。

另外，我們還采用經過規模調整后的超額收益指標（包括BHAR和CAR）對上述結果進行重新檢驗。結果顯示，調準基準的設定不會對檢驗結果產生影響，上述檢驗結果依然成立。

（二）意外盈余指標設定對檢驗結果的影響。以上檢驗過程中，我們采用的是市場衡量法度量意外盈余。因此，在穩健性檢驗中我們使用會計盈余法度量意外盈余并重新檢驗。借鑒吳世農和吳超鵬（2005）選擇下面的會計衡量法公式：

其中，EPSi，t表示股票 i在會計年度 t的每股收益。

檢驗結果顯示，當采用會計衡量法重新進行檢驗時，上述結論將不再顯著，這一結果出乎我們意料，有待進一步研究。一個可能的原因是，會計衡量法大都將上一年度的每股收益作為投資者對當期收益的預期值，其假設是公司盈余服從隨機游走過程，然而我國目前處于轉型階段，各種影響公司業績的因素存在很大的不確定性，因此我國上市公司的盈利水平很難滿足隨機游走模型。在這種情況下，采用會計衡量法可能會低估或高估投資者對公司盈余預期。另外，我們也可以用Tversky and Kaheman（1981）提出的“框架依賴”理論對這一現象加以解釋，該理論認為投資者對信息的反應模式依賴于信息的度量方法。吳世農和吳超鵬（2005）證明我國A股市場投資者對盈余信息的反應模式也存在“框架依賴”現象。當采用不同指標度量意外盈余時，可能會得出不同的結論。

七、結論及進一步研究方向

本文從投資者異質信念角度研究了我國A股市場盈余公告引起的股價對好壞消息的非對稱反應，發現異質信念假說能夠解釋公告期間和公告后20個交易日內的股價非對稱反應；而隨著持有期的延長，異質信念假說的解釋能力逐漸減弱。

需要特別強調的是，A股市場在樣本期內一直實行嚴格的賣空限制。在這種情況下，我們隱含假設所有股票受到的賣空限制都是無窮大，因此在研究過程中無需考慮賣空限制對檢驗結果的影響。2010年4月，A股市場開始實行融資融券試點，標志著我國股票市場正式引入雙向交易機制。根據國外已有研究成果，我們可以預測，本文研究的股價非對稱反應模式應該在受到賣空限制程度較高的股票中表現更加明顯。然而，受制于數據的可獲得性，本文并未涉及此方面內容，有待我們今后進行進一步研究。

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